教師支持對(duì)大學(xué)生二語(yǔ)交際意愿的影響:

思維模式和學(xué)業(yè)情緒的中介作

尹 瑋 張馨月 季可晗 于曉丹

中國(guó)海洋大學(xué)

摘要

本研究以二語(yǔ)交際意愿模型和控制—價(jià)值理論為基礎(chǔ)，通過(guò)對(duì) 881 名本科生的問(wèn)卷調(diào)查，探究了教師支持、成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式、學(xué)業(yè)情緒對(duì)二語(yǔ)交際意愿的影響路徑。 結(jié)果顯示: ( 1) 3 種教師支持均對(duì)愉悅具有顯著正向預(yù)測(cè)作用，對(duì)焦慮無(wú)預(yù)測(cè)作用，只有學(xué)業(yè)支持正向預(yù)測(cè)成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式; ( 2) 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式對(duì)愉悅和二語(yǔ)交際意愿具有顯著正向預(yù)測(cè)作用，對(duì)焦慮無(wú)預(yù)測(cè)作用; ( 3) 愉悅和二語(yǔ)交際意愿呈顯著正相關(guān)關(guān)系，焦慮和二語(yǔ)交際意愿呈顯著負(fù)相關(guān); ( 4) 教師支持不能直接預(yù)測(cè)二語(yǔ)交際意愿，但學(xué)業(yè)支持可通過(guò)成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式和愉悅發(fā)揮間接預(yù)測(cè)作用。 研究結(jié)果為提升學(xué)生二語(yǔ)交際意愿提供了啟示。

關(guān)鍵詞：教師支持; 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式; 學(xué)業(yè)情緒; 二語(yǔ)交際意愿

01

引言

二語(yǔ)交際意愿決定學(xué)習(xí)者的二語(yǔ)交際頻率，對(duì)二語(yǔ)學(xué)習(xí)成效起到關(guān)鍵作用( MacIntyre et al． 1998) 。 迄今為止，研究者廣泛探討了影響二語(yǔ)交際意愿的個(gè)體心理認(rèn)知因素和外部情境因素( 如李晨，梁茜露 2022; 韋曉保，陳巽 2022) 。 隨著積極心理學(xué)與二語(yǔ)習(xí)得研究的融合，學(xué)習(xí)者的學(xué)業(yè)情緒( 如愉悅、焦慮、無(wú)聊) 已成為二語(yǔ)教育的重要研究議題( 李成陳等 2024) 。然而，教師支持對(duì)二語(yǔ)交際意愿的影響及其與語(yǔ)言思維模式、學(xué)業(yè)情緒的交互作用在國(guó)內(nèi)外卻較少受到關(guān)注。 鑒于此，本研究將教師支持作為情境因素，語(yǔ)言思維模式作為個(gè)體特征，學(xué)業(yè)情緒作為情感因素，探討它們對(duì)大學(xué)生二語(yǔ)交際意愿影響的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，旨在為二語(yǔ)交際意愿培養(yǎng)和提升提供有效建議。

02

生態(tài)給養(yǎng)理論的哲學(xué)思想根源

1. 理論基礎(chǔ)

MacIntyre et al．( 1998) 認(rèn)為，二語(yǔ)教學(xué)的目標(biāo)是學(xué)習(xí)者能夠主動(dòng)進(jìn)行二語(yǔ)交際，而二語(yǔ)交際意愿是促成二語(yǔ)交際的關(guān)鍵前因。 為解釋學(xué)習(xí)者的二語(yǔ)交際意愿差異，MacIntyre et al． ( 1998) 構(gòu)建了二語(yǔ)交際意愿金字塔模型，將二語(yǔ)交際意愿的潛在影響因素系統(tǒng)劃分為情境前因、動(dòng)機(jī)傾向、情感—認(rèn)知環(huán)境、社會(huì)個(gè)體環(huán)境 4 個(gè)層面。 基于中國(guó)的文化背景和英語(yǔ)學(xué)習(xí)實(shí)際情況，Wen ＆ Clément( 2003) 進(jìn)一步闡釋了金字塔模型中交際欲望如何轉(zhuǎn)化為二語(yǔ)交際意愿，指出社會(huì)環(huán)境、性格因素、動(dòng)機(jī)取向和情感意識(shí)是這一轉(zhuǎn)化過(guò)程的重要驅(qū)動(dòng)因素。 相關(guān)實(shí)證研究表明，社會(huì)環(huán)境( 如課堂社交環(huán)境、混合式教學(xué)環(huán)境) 、性格因素( 如情緒智力、語(yǔ)言思維模式) 、動(dòng)機(jī)取向( 如學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)) 、情感意識(shí)( 如愉悅) 能夠預(yù)測(cè)二語(yǔ)交際意愿( Peng ＆ Woodrow 2010; Fathi et al． 2023; 李晨，梁茜露 2022; 韋曉保，陳巽 2022; 韋曉保等 2022) 。

控制—價(jià)值理論( Pekrun 2006) 也為二語(yǔ)交際意愿研究提供了理論基礎(chǔ)。 該理論指出，外部環(huán)境能夠通過(guò)影響個(gè)體的控制和價(jià)值評(píng)價(jià)，喚醒學(xué)習(xí)者相應(yīng)的學(xué)業(yè)情緒。 學(xué)習(xí)者對(duì)學(xué)習(xí)活動(dòng)過(guò)程和結(jié)果的控制感及其價(jià)值評(píng)估是決定學(xué)業(yè)情緒的關(guān)鍵因素( Pekrun 2006) 。 語(yǔ)言思維模式反映了學(xué)習(xí)者對(duì)學(xué)習(xí)活動(dòng)過(guò)程和結(jié)果不同的控制感( Lou ＆ Noels 2019) 。 因此，這一理論為探討教師支持如何通過(guò)成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式影響學(xué)業(yè)情緒提供了重要支撐。

2. 教師支持與二語(yǔ)交際意愿的關(guān)系

作為社會(huì)支持理論的構(gòu)成要素，教師支持指教師向?qū)W生提供的建議、信任和資源等一系列支持( Tardy 1985) 。 教師支持的維度復(fù)雜多元，不同學(xué)者的界定各不相同( Sadoughi ＆ Hejazi 2023; 劉曉紅，郭繼東 2021) 。 綜合已有研究和大學(xué)外語(yǔ)教學(xué)的特點(diǎn)，本研究將教師支持分為情感支持、學(xué)業(yè)支持和技術(shù)支持 3 類(lèi)。 情感支持指教師通過(guò)關(guān)心、尊重和信任等方式，在情感上支持學(xué)生( Patrick et al． 2007) ; 學(xué)業(yè)支持指教師在獨(dú)立思考和解決問(wèn)題等學(xué)業(yè)方面給予學(xué)生充分鼓勵(lì)、引導(dǎo)與幫助( Patrick et al． 2007) ; 技術(shù)支持指教師指導(dǎo)學(xué)生積極利用信息技術(shù)輔助學(xué)習(xí)( Lai 2015) 。

交際意愿最初源于母語(yǔ)交際研究，用于描述個(gè)體參與口語(yǔ)交際的傾向( McCroskey ＆ Baer 1985) 。 在此概念基礎(chǔ)上，二語(yǔ)習(xí)得研究者提出了二語(yǔ)交際意愿，將其定義為二語(yǔ)學(xué)習(xí)者參與二語(yǔ)口語(yǔ)交際的傾向( MacIntyre et al． 1998) 。 二語(yǔ)交際意愿與二語(yǔ)使用頻率密切相關(guān)，被視為衡量二語(yǔ)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)成效的重要指標(biāo)。

已有研究表明，教師支持與學(xué)生的學(xué)業(yè)情緒、學(xué)習(xí)效果關(guān)聯(lián)密切，是影響二語(yǔ)交際意愿的重要環(huán)境因素( Wen ＆ Clément 2003; Peng ＆ Woodrow 2010; 韋曉保等 2022) 。 然而，教師支持尤其是教師支持的具體維度如何預(yù)測(cè)中國(guó)學(xué)生的二語(yǔ)交際意愿，尚待進(jìn)一步探究。

3. 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式和學(xué)業(yè)情緒的中介作用

思維模式是學(xué)習(xí)者對(duì)自身智力、 能力等特質(zhì)的內(nèi)在信念( Dweck 2006 ) 。 Lou ＆ Noels ( 2017) 首次針對(duì)二語(yǔ)學(xué)習(xí)開(kāi)展思維模式研究，認(rèn)為語(yǔ)言思維模式是學(xué)習(xí)者對(duì)自身語(yǔ)言能力可塑性的信念，可分為固定型和成長(zhǎng)型兩類(lèi)。 固定型語(yǔ)言思維模式是指語(yǔ)言能力是固定的、后天無(wú)法改變或提高的語(yǔ)言學(xué)習(xí)信念; 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式指語(yǔ)言能力是可塑的、學(xué)習(xí)者可通過(guò)后天努力來(lái)提高的語(yǔ)言學(xué)習(xí)信念。 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式與二語(yǔ)交際意愿密切相關(guān)( Wang et al． 2021; 韋曉保，陳巽 2022) ，對(duì)二語(yǔ)學(xué)習(xí)產(chǎn)生重要影響。 盡管成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式相對(duì)穩(wěn)定，但仍可通過(guò)教師支持等外部環(huán)境因素得以改變和塑造( Dweck 2006) 。 教師支持與成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式呈正相關(guān)( Sadoughi ＆ Hejazi 2023) ，但不同類(lèi)型的教師支持對(duì)成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式的預(yù)測(cè)作用尚不明確。

學(xué)業(yè)情緒是目前二語(yǔ)學(xué)界的研究熱點(diǎn)，愉悅、焦慮、厭倦等學(xué)業(yè)情緒的成因及影響引發(fā)了廣泛討論( Yang et al． 2021; 董連棋，劉梅華 2022; 李成陳等 2024) 。 多項(xiàng)研究證實(shí)教師支持水平越高，越容易調(diào)動(dòng)學(xué)習(xí)者的積極情緒，反之則容易誘發(fā)消極情緒( Lei et al． 2018; An et al． 2023) 。 愉悅會(huì)促進(jìn)二語(yǔ)交際意愿提升( Fathi et al． 2023) ，焦慮則會(huì)抑制二語(yǔ)交際意愿( 王毓琦 2023) 。 然而，學(xué)業(yè)情緒在教師支持和二語(yǔ)交際意愿之間的作用有待考察。

綜上所述，當(dāng)教師支持處于高水平時(shí)，學(xué)習(xí)者更傾向于持成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式，對(duì)語(yǔ)言學(xué)習(xí)過(guò)程和結(jié)果會(huì)有更強(qiáng)的控制感，容易產(chǎn)生愉悅情緒，進(jìn)而助力交際意愿提升( Pekrun 2006; Wang et al． 2021; 韋曉保，陳巽 2022) 。 相反，焦慮會(huì)導(dǎo)致學(xué)習(xí)者在使用外語(yǔ)進(jìn)行交際時(shí)更易感到緊張和尷尬( Dewaele ＆ MacIntyre 2014) ，削弱二語(yǔ)交際意愿( 韋曉保等 2022; 王毓琦 2023) 。 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維正是幫助二語(yǔ)學(xué)習(xí)者打破“語(yǔ)言能力低下—語(yǔ)言使用焦慮—語(yǔ)言使用體驗(yàn)差—語(yǔ)言能力發(fā)展停滯”惡性循環(huán)的關(guān)鍵( Lee et al． 2023) 。 然而，目前尚無(wú)研究深入探討教師支持( 社會(huì)環(huán)境) 如何通過(guò)成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維( 個(gè)體因素) 、學(xué)業(yè)情緒( 情感因素) 影響二語(yǔ)交際意愿。

03

研究設(shè)計(jì)

1. 研究問(wèn)題

本研究提出以下問(wèn)題: ( 1) 大學(xué)英語(yǔ)學(xué)習(xí)者所感知的教師支持、成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式、學(xué)業(yè)情緒和二語(yǔ)交際意愿水平如何? ( 2) 教師支持、成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式、學(xué)業(yè)情緒和二語(yǔ)交際意愿之間的關(guān)系如何? ( 3) 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式和學(xué)業(yè)情緒是否在教師支持和二語(yǔ)交際意愿之間起到中介作用? 針對(duì)研究問(wèn)題，研究構(gòu)建了“教師支持→成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式→學(xué)業(yè)情緒→二語(yǔ)交際意愿”的鏈?zhǔn)街薪榧僭O(shè)模型( 見(jiàn)圖 1) 。

2. 研究對(duì)象

本研究采用方便抽樣法，選取山東省某“雙一流”高校的大學(xué)生為調(diào)查對(duì)象，調(diào)查研究征得任課教師及學(xué)生同意。 預(yù)測(cè)試向 300 名大學(xué)生發(fā)放了問(wèn)卷。 正式調(diào)查向 22 個(gè)班級(jí)共1 379名學(xué)生發(fā)放了問(wèn)卷，共計(jì)回收問(wèn)卷1 100 份，剔除每題作答時(shí)間小于 2 秒的無(wú)效問(wèn)卷( Huang et al． 2012) ，得到有效問(wèn)卷 881 份。 有效問(wèn)卷的受試中，49．1% 為男生，50．9% 為女生，涉及文科、理科、工科等大部分專(zhuān)業(yè)。

3. 研究工具

本研究借助問(wèn)卷星發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷，共有 5 種量表，所有題項(xiàng)均采用從“ 完全不同意” ( 1 分) 到“完全同意” ( 5 分) 的李克特五級(jí)量表形式。 原始英語(yǔ)量表被譯為漢語(yǔ)，并經(jīng)同行專(zhuān)家審定，以確保漢譯量表準(zhǔn)確傳遞原量表內(nèi)容。

( 1) 教師支持量表。 教師支持量表包括學(xué)業(yè)支持、情感支持和技術(shù)支持 3 個(gè)分量表。 學(xué)業(yè)支持分量表改編自Patrick et al．( 2007) 和Wong et al．( 2018) 的量表，情感支持分量表改編自 Patrick et al．( 2007) 的量表，技術(shù)支持分量表改編自 Lai( 2015) 的量表。 量表共 18 個(gè)題項(xiàng)，如 “我的英語(yǔ)老師非常能夠理解我在課上的感受”。 量表信度( Cronbach＇s α = 0．858) 和結(jié)構(gòu)效度 ( x2 / df = 4．365＜5，CFI = 0．979＞0．9，TLI = 0．975＞0．9，ＲMSEA = 0．062＜0．08) 較好。

( 2) 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式量表。 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式量表使用 Lou ＆ Noels( 2017) 編制的量表，包括一般語(yǔ)言智力信念、二語(yǔ)能力傾向信念和年齡敏感度信念 3 個(gè)維度，各維度又包含成長(zhǎng)型和固定型語(yǔ)言思維模式的內(nèi)容。 本研究選取量表中測(cè)量成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式的 4 個(gè)題項(xiàng)，如“一個(gè)人的語(yǔ)言智力是天生的，無(wú)法改變” 。 量表信度( Cronbach＇s α = 0．758) 和結(jié)構(gòu)效度( x2 / df = 1．887＜5，CFI = 0．999＞0．9，TLI = 0．995＞0．9，ＲMSEA = 0．032＜0．08) 均較為理想。

( 3) 外語(yǔ)愉悅量表。 Li et al．( 2018) 研制的中文版外語(yǔ)愉悅量表包括個(gè)人外語(yǔ)愉悅、教師相關(guān)型外語(yǔ)愉悅、課堂氛圍相關(guān)型外語(yǔ)愉悅 3 個(gè)維度。 本研究通過(guò)改編該量表得到的量表僅包括 7 個(gè)題項(xiàng)，如“我的英語(yǔ)老師很友善” 。 量表內(nèi)部一致性信度理想( Cronbach＇s α = 0．959) ，結(jié)構(gòu)效度良好( x2 / df = 3．265＜5，CFI = 0．995＞0．9，TLI = 0．989＞0．9，ＲMSEA = 0．051＜0．08) 。

( 4) 外語(yǔ)焦慮量表。 外語(yǔ)焦慮量表為 Dewaele ＆ MacIntyre( 2014) 編制的量表，共 8 個(gè)題項(xiàng)，如“我總覺(jué)得班上其他同學(xué)比我更擅長(zhǎng)英語(yǔ)”。 量表內(nèi)部一致性信度較為理想( Cronbach＇s α

= 0．847) ，結(jié)構(gòu)效度良好( x2 / df = 2．636＜5，CFI = 0．983＞0．9，TLI = 0．987＞0．9，ＲMSEA = 0．043＜0． 08) 。

( 5) 二語(yǔ)交際意愿量表。 二語(yǔ)交際意愿量表取自 Peng ＆ Woodrow( 2010) 的交際意愿量表，共 10 個(gè)題項(xiàng)，如“我愿意脫稿用英語(yǔ)向全班進(jìn)行簡(jiǎn)短的自我介紹” 。 量表內(nèi)部一致性信度較為理想( Cronbach ＇ s α = 0． 944) ，結(jié)構(gòu)效度良好( x2 / df = 3． 190 ＜ 5，NFI = 0． 970 ＞ 0． 9，TLI = 0．980＞0．9，ＲMSEA = 0．070＜0．08) 。

4. 數(shù)據(jù)分析

本研究采用 SPSS 26．0 和 Amos 28．0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。 首先，采用 Harman 單因素檢驗(yàn)法檢驗(yàn)共同方法偏差。 未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的因子分析結(jié)果顯示，特征根值大于 1 的因子共有 8 個(gè)，其中第一個(gè)因子解釋的變異量為 35．80%，低于 40%的臨界值，表明本研究不存在顯著的共同方法偏差。 其次，采用 SPSS 26．0 對(duì)所有變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性檢驗(yàn)，以了解研究對(duì)象感知到的教師支持、成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式、學(xué)業(yè)情緒和二語(yǔ)交際意愿的整體表現(xiàn)及其相關(guān)程度。最后，使用 Amos 28．0 進(jìn)行路徑分析，檢驗(yàn)成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式和學(xué)業(yè)情緒是否在教師支持與二語(yǔ)交際意愿之間產(chǎn)生中介作用，并通過(guò) Bootstrap 法檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。

04

研究結(jié)果

1. 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析結(jié)果

表 1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，在 3 種教師支持類(lèi)型中，大學(xué)外語(yǔ)學(xué)習(xí)者感知到的學(xué)業(yè)支持水平最高( M = 4．35，SD = 0．79) ，情感支持水平最低( M = 4．17，SD = 0．94) ，表明大學(xué)英語(yǔ)教師傾向于提供學(xué)業(yè)支持，相對(duì)忽視情感支持。 學(xué)習(xí)者在大學(xué)英語(yǔ)課上體驗(yàn)到的愉悅水平較高( M = 4．08，SD = 0．70) ，焦慮較低( M = 3．45，SD = 0．79) ，說(shuō)明學(xué)習(xí)者在外語(yǔ)學(xué)習(xí)中的情緒體驗(yàn)以積極的愉悅情緒為主。 學(xué)習(xí)者的成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式( M = 3．79，SD = 0．77) 水平中等，表明學(xué)習(xí)者認(rèn)為語(yǔ)言能力可通過(guò)后天努力提升的信念水平中等。 學(xué)習(xí)者二語(yǔ)交際意愿( M = 3．25，SD = 1． 00) 處于中等水平。

皮爾遜相關(guān)性分析結(jié)果顯示，教師情感支持、學(xué)業(yè)支持、技術(shù)支持、愉悅、成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式和二語(yǔ)交際意愿各變量間均顯著正相關(guān)，僅焦慮和二語(yǔ)交際意愿顯著負(fù)相關(guān)( p＜0．01) 。

2. 路徑分析結(jié)果

基于假設(shè)模型，本研究以教師支持為自變量，成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式和學(xué)業(yè)情緒為中介變量，二語(yǔ)交際意愿為因變量進(jìn)行路徑分析。 模型擬合及估計(jì)結(jié)果顯示，各項(xiàng)指標(biāo)均擬合較好 ( x2 / df = 3．864＜5，CFI = 0．924＞0．9，TLI = 0．919＞0．9，ＲMSEA = 0．057＜0．08) 。

路徑分析結(jié)果表明，學(xué)業(yè)支持能夠正向預(yù)測(cè)成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式( β = 0．313，p ＜ 0．01) ，情感支持和技術(shù)支持不能預(yù)測(cè)成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式( 見(jiàn)圖 2) 。

圖 2 顯示，學(xué)業(yè)支持( β = 0．202，p＜0．001) 、情感支持( β = 0．098，p ＜ 0．01) 、技術(shù)支持( β = 0． 174，p＜0．001) 和成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式( β = 0．147，p＜0．001) 均能正向預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)者的愉悅情緒，不能預(yù)測(cè)焦慮情緒。 此外，成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式( β = 0． 318，p ＜ 0． 001) 和愉悅( β = 0． 312， p＜0．001) 顯著正向預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)者的二語(yǔ)交際意愿，焦慮( β = －0．300，p＜0．001) 顯著負(fù)向預(yù)測(cè)二語(yǔ)交際意愿。 學(xué)業(yè)支持、情感支持和技術(shù)支持不是二語(yǔ)交際意愿的顯著預(yù)測(cè)因素。

3. 中介效應(yīng)分析結(jié)果

本研究運(yùn)用 Bootstrap 法( 抽樣5 000次) 對(duì)各路徑的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表 2 所示。獨(dú)立中介結(jié)果顯示，愉悅在學(xué)業(yè)支持和二語(yǔ)交際意愿之間的間接效應(yīng)值為 0．048，中介效應(yīng)顯著，“學(xué)業(yè)支持→愉悅→二語(yǔ)交際意愿”路徑成立。 愉悅在技術(shù)支持和二語(yǔ)交際意愿之間的間接效應(yīng)值為 0．038，中介效應(yīng)顯著，“技術(shù)支持→愉悅→二語(yǔ)交際意愿”路徑成立。 愉悅在情感支持和二語(yǔ)交際意愿之間的間接效應(yīng)值為 0．029，中介效應(yīng)顯著，“情感支持→愉悅→二語(yǔ)交際意愿”路徑成立。 然而，焦慮在 3 類(lèi)教師支持和二語(yǔ)交際意愿之間的中介作用均不顯著。

成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式在學(xué)業(yè)支持和二語(yǔ)交際意愿之間的間接效應(yīng)值為 0．076，中介效應(yīng)顯著，“學(xué)業(yè)支持→成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式→二語(yǔ)交際意愿”路徑成立。 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式在技術(shù)支持或情感支持與二語(yǔ)交際意愿之間的中介作用均不顯著。

鏈?zhǔn)街薪樽饔梅治鼋Y(jié)果顯示，“學(xué)業(yè)支持→成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式→愉悅→二語(yǔ)交際意愿”路徑成立，效應(yīng)量為 0．011，表明成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式通過(guò)愉悅在學(xué)業(yè)支持和二語(yǔ)交際意愿之間產(chǎn)生鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式不能通過(guò)焦慮在學(xué)業(yè)支持和二語(yǔ)交際意愿之間發(fā)揮鏈?zhǔn)街薪樽饔谩? 此外，無(wú)論是成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式和焦慮，還是成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式和愉悅，均不能介導(dǎo)情感支持、技術(shù)支持和二語(yǔ)交際意愿之間的關(guān)系。

05

1. 教師支持、成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維、學(xué)業(yè)情緒和二語(yǔ)交際意愿的總體情況

本研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)英語(yǔ)學(xué)習(xí)者對(duì)教師支持各維度的感知均處于較高水平，說(shuō)明大學(xué)英語(yǔ)教師為學(xué)習(xí)者提供了足夠的情感支持( M = 4．17) 、學(xué)業(yè)支持( M = 4．35) 和技術(shù)支持( M = 4．30) ，與以往研究結(jié)果基本相符( Ma et al． 2023) 。 教師支持的 3 個(gè)維度之中，學(xué)習(xí)者感知到的學(xué)業(yè)支持水平最高，表明教師在教學(xué)內(nèi)容方面投入更多，驗(yàn)證了已有研究結(jié)果( 劉曉紅，郭繼東 2021) 。 情感支持水平最低，表明教師并沒(méi)有將 3 類(lèi)支持置于同等重要的位置。 與學(xué)習(xí)者的情感共鳴有助于教師建立融洽的師生關(guān)系，獲得幸福感，避免職業(yè)倦怠( 徐西良等 2023) ，因此情感支持應(yīng)得到教師更多重視。

學(xué)習(xí)者的成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維處于中等偏高水平( M = 3．79) ，與 Wang et al． ( 2021) 的結(jié)論類(lèi)似。 這說(shuō)明我國(guó)大學(xué)英語(yǔ)學(xué)習(xí)者對(duì)于通過(guò)努力改變二語(yǔ)學(xué)習(xí)能力的信念較強(qiáng)。 大學(xué)英語(yǔ)學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)過(guò)程中體驗(yàn)到的愉悅情緒處于高水平( M = 4． 08) ，焦慮情緒處于中等水平( M = 3．45) 。與高中英語(yǔ)學(xué)習(xí)者相比，大學(xué)英語(yǔ)學(xué)習(xí)者愉悅水平顯著提高( 馬利紅等 2023) ，焦慮水平有所降低( 李成陳 2020) ，可能原因在于大學(xué)生已經(jīng)擺脫高考?jí)毫?，能夠真正投入語(yǔ)言學(xué)習(xí)活動(dòng)，體會(huì)語(yǔ)言學(xué)習(xí)的魅力。 大學(xué)英語(yǔ)學(xué)習(xí)者的二語(yǔ)交際意愿( M = 3．25) 處于中等水平，與以往研究結(jié)果基本相似( 韋曉保等 2022) 。

2. 教師支持、成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維、學(xué)業(yè)情緒和二語(yǔ)交際意愿的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn)學(xué)生感知到的教師學(xué)業(yè)支持越多，其成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維水平就越高，這印證了課堂氛圍對(duì)培養(yǎng)學(xué)生成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維的重要性( Wang et al． 2021) ，也為將成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維訓(xùn)練融入課堂教學(xué)的整體訓(xùn)練模式提供了實(shí)證依據(jù)。 以往研究中，有研究者通過(guò)講座方式對(duì)學(xué)生進(jìn)行成長(zhǎng)型思維模式培養(yǎng)( 宋淑娟等 2022) ，也有研究者探討了同伴互評(píng)寫(xiě)作過(guò)程中學(xué)生語(yǔ)言思維模式的變化( Yao et al． 2021) 。 本研究認(rèn)為，教師可將成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維培養(yǎng)融入語(yǔ)言活動(dòng)，與具體的聽(tīng)說(shuō)讀寫(xiě)技能訓(xùn)練相結(jié)合。

關(guān)于學(xué)業(yè)情緒的預(yù)測(cè)變量，本研究發(fā)現(xiàn) 3 種類(lèi)型的教師支持均能顯著正向預(yù)測(cè)愉悅，支持了已有研究結(jié)果( Lei et al． 2018) 。 這說(shuō)明學(xué)生感知到的教師支持越多，外語(yǔ)學(xué)習(xí)的愉悅感越強(qiáng)。 3 種教師支持均不能顯著預(yù)測(cè)焦慮，表明教師支持對(duì)于學(xué)生愉悅情緒的影響更大( 姜艷 2020) 。 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式與大學(xué)英語(yǔ)學(xué)習(xí)者的愉悅正向關(guān)聯(lián)，與焦慮無(wú)關(guān)，再次驗(yàn)證了以往研究結(jié)果( Wang et al． 2021; 韋曉保，陳巽 2022; 李斑斑等 2023) 。 需要說(shuō)明的是，本研究認(rèn)為成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式不能負(fù)向預(yù)測(cè)焦慮不僅因?yàn)榻箲]的兩面性( 韋曉保，陳巽 2022) ，還因?yàn)椴糠滞庹Z(yǔ)學(xué)習(xí)者具有混合型語(yǔ)言思維模式( 李斑斑等 2023) 。 對(duì)于這類(lèi)學(xué)習(xí)者，由于固定型語(yǔ)言思維模式的影響，即使其在測(cè)試中表現(xiàn)出成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維的特點(diǎn)，也可能會(huì)產(chǎn)生焦慮情緒。 因此，教師不僅要注重塑造學(xué)生的成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維，還要設(shè)法消解學(xué)生的固定型語(yǔ)言思維，削弱其負(fù)面影響。

關(guān)于二語(yǔ)交際意愿的預(yù)測(cè)變量，本研究發(fā)現(xiàn)教師支持不能顯著預(yù)測(cè)學(xué)生的二語(yǔ)交際意愿，這表明僅有充足的教師支持并不能改變我國(guó)大學(xué)外語(yǔ)學(xué)習(xí)者二語(yǔ)交際意愿低下的現(xiàn)狀( 胡越竹 2016) 。 愉悅和二語(yǔ)交際意愿顯著正相關(guān)，焦慮和二語(yǔ)交際意愿顯著負(fù)相關(guān)，支持了已有研究結(jié)果( Wang et al． 2021; 韋曉保，陳巽 2022) 。 與已有研究結(jié)論( Zarrinabadi et al． 2021; 韋曉保，陳巽 2022) 不同的是，當(dāng)教師支持、成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式與學(xué)業(yè)情緒共同作用時(shí)，成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式能夠直接預(yù)測(cè)二語(yǔ)交際意愿。 這表明自主學(xué)習(xí)環(huán)境下，擁有成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式的學(xué)習(xí)者只有激活自身積極情緒，才會(huì)傾向于用二語(yǔ)進(jìn)行交際( 韋曉保，陳巽 2022) ; 而課堂社交環(huán)境下，教師支持促使成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式成為參與課堂互動(dòng)、投入二語(yǔ)交際的重要闡釋變量，充分證實(shí)了師生互動(dòng)的重要性。 同時(shí)，這也驗(yàn)證了環(huán)境、認(rèn)知和情感因素的相互作用能促進(jìn)二語(yǔ)交際意愿產(chǎn)生( Wen ＆ Clément 2003) 。

3. 成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維、學(xué)業(yè)情緒在教師支持和二語(yǔ)交際意愿之間的中介效應(yīng)

本研究結(jié)果顯示，愉悅在教師支持和二語(yǔ)交際意愿之間具有顯著的完全中介作用，而焦慮的中介作用不顯著。 教師提供的支持越多，學(xué)生越容易感受到愉悅( Lei et al． 2018) ，在積極情緒的調(diào)動(dòng)下更愿意挑戰(zhàn)自我，運(yùn)用英語(yǔ)進(jìn)行表達(dá)交流。 同時(shí)，教師支持不能緩解學(xué)生的焦慮，焦慮也并不能在教師支持和二語(yǔ)交際意愿之間起到中介作用，即調(diào)節(jié)焦慮情緒不能促使學(xué)生積極使用二語(yǔ)進(jìn)行表達(dá)。 因此，為提高學(xué)生的二語(yǔ)交際意愿，確保學(xué)習(xí)成效，激發(fā)學(xué)生的愉悅情緒是重要途徑。 這一結(jié)果證實(shí)積極的學(xué)習(xí)體驗(yàn)有利于提高學(xué)生二語(yǔ)水平，更有利于提升學(xué)生幸福感，培養(yǎng)心理健康的人( 李成陳 2020; 李成陳等 2024) 。

另外，本研究表明成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維、愉悅在學(xué)業(yè)支持和二語(yǔ)交際意愿之間發(fā)揮鏈?zhǔn)街薪樽饔?，再次?yàn)證了二語(yǔ)交際意愿模型和控制—價(jià)值理論。 環(huán)境因素、性格因素和情感因素三者交互作用，促進(jìn)或抑制學(xué)生的二語(yǔ)交際意愿( Wen ＆ Clément 2003; Pekrun 2006) 。 教師基于自身豐厚的知識(shí)儲(chǔ)備和完善的知識(shí)結(jié)構(gòu)，針對(duì)性采用教學(xué)策略與方法，強(qiáng)化了學(xué)生的成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式，提高了他們對(duì)英語(yǔ)學(xué)習(xí)的控制感。 因此，學(xué)生能以發(fā)展的眼光看待英語(yǔ)學(xué)習(xí)中的挫折和失敗，相信通過(guò)持續(xù)學(xué)習(xí)可以提升自身語(yǔ)言能力。 在這種思維模式下，學(xué)生從英語(yǔ)學(xué)習(xí)中體驗(yàn)到更強(qiáng)的愉悅感，更愿意用英語(yǔ)進(jìn)行交際，從而取得良好的學(xué)習(xí)成效。 成功的英語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)?zāi)軌蛟鲞M(jìn)學(xué)生對(duì)教師的信任，學(xué)生感知到的學(xué)業(yè)支持也就更強(qiáng)，進(jìn)而形成“積極學(xué)習(xí)信念—良好學(xué)習(xí)體驗(yàn)—學(xué)習(xí)成效”的良性循環(huán)鏈條。 這一鏈條為二語(yǔ)交際意愿模型和控制—價(jià)值理論在外語(yǔ)教學(xué)中的應(yīng)用提供了佐證，進(jìn)一步深化了教師支持與二語(yǔ)交際意愿關(guān)系機(jī)制的認(rèn)識(shí)，表明外語(yǔ)愉悅是連接教師支持與二語(yǔ)交際意愿的中間橋梁，激發(fā)學(xué)生外語(yǔ)愉悅、培養(yǎng)學(xué)生積極的語(yǔ)言思維模式是促使教師支持真正作用于二語(yǔ)交際意愿的重要途徑。

06

結(jié)語(yǔ)

本研究將教師支持作為情境因素，成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式作為個(gè)體因素，二語(yǔ)交際意愿作為學(xué)習(xí)成效，建立了“教師支持→成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式→學(xué)業(yè)情緒→二語(yǔ)交際意愿”的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停疾炝烁髯兞恐g的關(guān)系。 結(jié)果顯示，雖然 3 種教師支持均不能直接預(yù)測(cè)二語(yǔ)交際意愿，但學(xué)業(yè)支持可通過(guò)成長(zhǎng)型語(yǔ)言思維模式和愉悅的鏈?zhǔn)街薪樽饔谜蛴绊懚Z(yǔ)交際意愿，驗(yàn)證了二語(yǔ)交際意愿模型和控制—價(jià)值理論。

研究結(jié)論為我國(guó)大學(xué)外語(yǔ)教學(xué)帶來(lái)一定啟示。 一方面，教師應(yīng)認(rèn)識(shí)到積極的語(yǔ)言思維模式對(duì)語(yǔ)言學(xué)習(xí)的重要性，及時(shí)更新自身語(yǔ)言思維理念，并通過(guò)具體語(yǔ)言活動(dòng)塑造學(xué)生的積極思維模式。 另一方面，愉悅對(duì)于促進(jìn)學(xué)生投入課堂互動(dòng)和維持學(xué)生心理健康起著不可忽視的作用。 教師不僅應(yīng)重視學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)，還應(yīng)通過(guò)多維度支持讓學(xué)生在英語(yǔ)學(xué)習(xí)過(guò)程中獲得積極的情緒體驗(yàn)。

本研究也存在一定局限性。 第一，調(diào)查對(duì)象僅限于某高校本科生，未能涵蓋更廣泛的學(xué)生群體，一定程度上影響了研究結(jié)論的普適性。 第二，研究采用橫斷面設(shè)計(jì)，難以評(píng)估教師支持等變量的長(zhǎng)期影響作用。 第三，研究工具僅限于學(xué)生自評(píng)量表，未能通過(guò)課堂觀察從教師角度驗(yàn)證研究假設(shè)。 未來(lái)研究可提高樣本代表性，豐富觀察視角和研究方法，進(jìn)一步驗(yàn)證和深化相關(guān)結(jié)論。

參考文獻(xiàn)詳見(jiàn)期刊

文章來(lái)源：外語(yǔ)界